钱有飞
(上饶师范学院 经济与管理学院,江西 上饶 334001)
改革开放以来,我国农村家庭联产承包责任制在取得了令人瞩目的制度绩效的同时,其不足之处也渐露端倪,尤其是土地按人均田承包所形成的农地细碎化的经营方式降低了农业生产的规模经济效应[1－2],导致农产品生产成本过高,价格相对于美国等发达国家的农产品来说缺乏竞争优势,在国际贸易自由化的背景下,我国农产品将会大量依靠进口,而这又反过来制约国内的农产品生产能力与动力。同时,与农村家庭联产承包责任制实施初期有所不同,在现阶段,随着工业化、城镇化进程的不断推进,我国具有大量非农就业岗位,由于农地细碎化经营下的务农收益低于外出务工的收益,大量青壮年农民进城务工,无心从事农业经营活动,农地抛荒与隐性抛荒(如复种指数降低、粗放式经营)以及农业从业人员老龄化成为普遍现象[3－5],大大降低了土地利用效率。农地细碎化经营的这些问题对农业增产、农民增收以及国家粮食安全造成了不良影响,而农地流转则是解决当前中国农村土地利用细碎化的有效途径之一。正因为如此,国家高度重视农地流转问题,2003年实施并于2018年第二次修订的《农村土地承包法》规定“农户通过家庭承包取得的土地承包经营权可以依法采取转包、出租、互换、转让或者其他方式流转”[6];2014年则出台专门的文件——《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》[7],对农地流转进行支持与规范;2022年中央一号文件提出要开展农村产权流转交易市场规范化建设试点[8]。
在鼓励农地流转的同时,为了调动农户的生产积极性,国家也不断加大对农业补贴的力度。2022年,仅农机购置补贴一项,中央财政安排补贴资金达212亿元,同比增长11．58%[9]。由此可知,我国的农业补贴强度在不断提高,那么其是否会对农地流转产生影响?如果会,其影响机制是什么?对该问题的深入研究将有利于厘清农业补贴与农地流转的关系,从而为有针对性地制定促进农业补贴与农地流转协调发展的政策提供参考。
现有关于农业补贴的国外研究主要讨论农业补贴对农业生产[10－11]、国际贸易[12]、社会福利[13－14]等方面的影响,而鲜有研究探讨其对农地流转的影响。在国内,已有一些文献对该问题进行了研究。朱满德和陈国强指出,虽然我国农业生产者的补贴水平逐年提高,但相对水平仍然较低,对农民增收的影响有限,其原因主要在于我国农业的小规模经营[15],因此,通过土地流转扩大经营规模是农民增收的有效途径之一,但现行的粮食补贴政策未能充分考虑到土地流转和规模经营的长期目标[16]。侯石安采用二元分位数选择模型和贝叶斯估计方法,测算不同初始禀赋和国家农业补贴政策对农户转出和转入农地的选择影响,指出种粮补贴、良种补贴、农资补贴对农户农地流转的激励作用有限[17]。对此,赵海东认为,受农业补贴的影响,农户对未来农业收入预期增加,“惜地情结”严重,不利于农地转出;同时,利益关系的调整传导到外出务工农民身上,也引起了土地流转纠纷,对农民的直接补贴会吸引大量的已经转移的劳动力回流,他们纷纷中断以前的土地流转合同,从而引发了许多纠纷,不利于土地流转形成土地的规模经营[18]。然而,有研究表明,将农业补贴发放给农地经营者而不是农村土地的承包者,并加大农业补贴的力度,有助于促进土地流转[19－20]。杨青等学者的实证研究表明,针对经营者的农业补贴能够提高农户农地的转入规模[21],但也有学者认为,如果完全按照农户的实际粮食播种面积进行补贴,随着中央直补力度的不断加大,又会造成规模经营者的收益远远大于小农经营者的收益,从而加剧农业劳动者的收入差距,扭曲土地流转市场,因此,在按承包面积进行核算补贴的同时,对于超出承包面积的实际播种面积也给予一定的补贴[22]。
总体而言,现有研究主要关注农业补贴对农业生产、农户福利以及农地流转等方面的影响,在已有探讨农业补贴对农地流转影响的实证型研究中,还存在样本量偏少或者研究结论不一致的情况,因此,现有的农业补贴,尤其是针对不同的补贴对象,其对农地流转的影响仍有待于进一步研究。基于此,本文拟从理论上考察对不同对象进行农业补贴对农地流转产生的影响,并运用全国21省市的农户微观层面数据对此进行实证检验,最后,提出相应的政策建议。
农业补贴能够改变农户务农的成本与收益,从而影响其耕种规模,进而影响农地流转。参考冀县卿等学者的研究[19],现用图1所示的模型进行说明。
在图1中,横轴衡量农地承包规模和农地经营规模,纵轴衡量务农的边际成本和边际收益。当实行诸如种子补贴、化肥补贴等农业补贴后,会降低农户的生产成本,使得其边际成本曲线由MC0向右下方移动到MC1,而粮食直补等补贴使得农户的边际收益曲线由MR0向右上方移动到MR1。伴随着边际成本曲线和边际收益的变化,农户的最优经营规模也由原来的OD1增加到OD2,对于转入户而言,其农地转入面积将由DD1增加到DD2,而对于转出户而言,其转出面积将由原来的D1D3减少到D2D3。由此可知,农业补贴将不利于农地转出,而有利于农地转入。
需要说明的是,以上的结论建立在同时对转入方和转出方进行补贴的基础上,事实上,如果仅仅补贴转出方,那么只有转出方的边际成本与边际收益曲线会发生改变,从而最优经营规模会发生相应变动,进而影响其转出行为,但对转入方的农地流转行为并不会产生影响。在图1中,这种情况表现为转出方的土地转出面积从D1D3缩小到D2D3,而转入方的转入面积仍为DD1。同样地,如果仅仅补贴转入方,那么农业补贴将促进农地转入,而不会影响转出,因此,农业补贴发放的对象不同,其对农地流转的影响也会有所差异,具体总结见表1。
由表1可知,在以上三种补贴方式中,仅对转入方进行农业补贴能促进农地流转;仅对转出方补贴不但不能促进,反而会阻碍农地流转;而对转出方、转入方同时补贴,其是否能够促进农地流转取决于促进农地转入力量与阻碍农地转出力量的对比。
(一)数据来源与变量说明
本文将运用上海财经大学2013年“千村调查”项目——“农村劳动力城乡转移情况”的数据进行研究。2013年的“千村调查”采取抽样定点调查和学生返乡调研相结合的方法,调查区域涉及21个省、市、自治区的30个县,调查对象涵盖了6203户中的28 840位家庭成员。该数据样本容量大、代表性较好,尤为重要的是,该数据包含了本研究所需的数据信息,现结合变量选择情况对此进行说明。
本文考察的被解释变量为农地流转。农地流转包含了农户的农地流转决策(即是否流转农地)以及农地流转数量两部分,并且,从农地流转的转出方与转入方的角度上看,农地流转决策应该包含农地转出决策与农地转入决策,而农地流转数量也相应地分为农地转出数量与农地转入数量。中共中央、国务院于2014年颁布的《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》指出,要“鼓励承包农户依法采取转包、出租、互换、转让及入股等方式流转承包地”[7],由此可知,农地出租是农地流转的主要形式之一,因此,本研究将其作为“农地流转”加以考察。在2013年“农村劳动力城乡转移情况”调查的家户层面问卷中,询问了农户的租出土地数量以及租入土地数量。这两个问题既反映了农户的农地流转数量,也反映了农户的流转决策,具体而言,如果农户没有出租土地,就意味着该农户未进行农地转出,反之则意味着进行了农地转出。由于农地转出决策是二分变量,我们对农户发生农地出租行为的赋值为“1”,而不发生出租行为的赋值为“0”,相应地,在农地流入决策中,对发生农地租入行为的赋值为“1”,否则赋值为“0”;农地转出、转入数量则用农户租出、租入的土地面积进行衡量。
本文主要考察的解释变量为农业补贴。在2013年的“千村调查”问卷中,设置了“2012年,您是否拿到政府的农业补贴(包括粮食、种子、化肥补贴等)?”以及“2012年,您一共拿到____元的政府补贴?”两个问题以考察农业补贴的情况。在前一个问题中,我们将回答为“是”赋值为“1”,回答为“否”的赋值为“0”,以反映是否获得农业补贴;后一个问题反映农业补贴发放的数量。在问题设置上,后一个问题是建立在前一个问题答案为“是”的基础之上的,当前一个问题回答为“否”时,是不需要回答这个问题的,在数据中它们为缺失值;但是,当前一个问题回答为“否”时,事实上表明,农户获得农业补贴金额为0,因此,我们将这部分的缺失值调整为0。同时,需要指出的是,由于该问卷没有明确列出各项补贴的金额,因此,我们将使用农业补贴总额对此进行研究。
此外,为了得到更为准确的估计结果,我们还需要控制其他可能影响农地流转的因素,如户主个人特征、家庭特征等。户主特征主要包含户主性别、年龄、受教育程度、是否有配偶以及健康状况,其中,在设置受教育程度变量时,我们将其分为小学及以下、初中、高中及以上3个类别,并分别将其设置成虚拟变量,即对属于相对应类别的赋值为“1”,否则为“0”。在回归方程中,将“小学及以下”作为参照组。在健康状况调查中,问卷的答案设置中包含了“很好”“好”“一般”和“不好”四个选项,本文将前3个选项合并,并赋值为“1”,以表示健康状况良好;并将“不好”选项赋值为“0”,以表示健康状况不良。
家庭特征变量包含家庭人口数、承包地面积及其平方项、家庭抚养比、是否参加新型村合作医疗(“新农合”)、农业收入占家庭总收入的比例、家庭贷款可得性以及家庭农忙时外出劳动力是否需要回家帮忙。加入承包地面积的平方项,主要是考虑到农户可能存在最优的农地经营规模,农地转入、转出规模也相应地存在最优值。由于“新农合”以家庭为单位进行参保,故在此列入家庭特征变量。农户贷款可得性有利于及时获得农业生产所需的资金,外出务工人员回家帮忙有利于缓解农忙时劳动力紧缺问题,因此,这两个因素有利于农地转入,而不利于农地转出;对于贷款可得性,问卷对于“如果您家突然急需5000元钱用于意外事情,请问您会通过什么方式筹到这笔钱?”的问题设置了6个选项,即“1．用自己的存款;2．向亲朋好友借;3．向银行或信用社借;4．向钱庄等民间信贷机构借;5．没任何办法;6．其他”。我们将第3、4选项合并,并赋值为“1”,表示能够获得贷款,而将1、2、5、6选项合并,并赋值为“0”。另外,我们对问卷中“农忙时需要外出人员回家帮忙吗?”问题回答为“是”和“否”的选项分别赋值为“1”和“0”,以表示农忙时是否获得外出劳动力的支持。
(二)变量描述性统计
为了在2013年“千村调查”中整理出所需的数据,我们剔除了所需变量的缺失值和极端值。另外,为了降低家庭层面重复样本对研究的影响,同时,也考虑到户主在家庭决策中的重要作用,我们以受访者为户主作为保留条件,最终确定4585份样本。这样,每个样本中包含了户主个人特征、家庭特征两大类型的变量的值。为了便于比较不同流转状态下各变量观测值的变化规律,我们将样本分成没有发生农地流转和发生农地流转两大类,并进一步将发生农地流转的样本分成农地转出和农地转入两类样本,这些样本的数据特征如表2所示。
如表2所示,从农地流转的情况上看,首先,发生农地流转的农户占农户总数的31．6%,农地流转现象已较为普遍;户均农地转出数量为3．791亩,占转出户农地总额的76%,表明转出户已经将大部分的农地转出,“兼业”情况并不明显;户均转入农地的数量为9．285亩,超过了转入户所拥有7．411亩的承包地面积,尽管如此,转入户的经营规模仍然没有达到20亩,这样的规模难以取得规模经济效益。其次,从农业补贴的情况上看,我国的农业补贴已覆盖到83．3%的农户,这一数据在转入样本中已达到90%,但农业补贴数量仍然有限,亩均农业补贴仅为89元。再次,从农业补贴与农地流转的关系上看,农地转出样本的农业补贴覆盖率和亩均农业补贴的数量都明显低于未发生农地流转的样本,而农地转入样本的农业补贴覆盖率和亩均农业补贴的数量则显著高于未发生农地流转的样本。由此可知,农业补贴可能有利于农地转入而不利于农地转出,当然,这些变量的关系还需进一步实证检验。
表2 各变量描述性统计
在控制变量方面,首先,85%以上的户主受教育水平在初中及下,其中,小学及以下的约有50%,这说明农户的整体受教育水平不高;其次,农业收入占家庭总收入的比例为31%,而在农地转出样本中,这一数据仅为12．1%,由此可知,当前农业收入已经不是农户家庭收入的主要来源;再次,当需要资金时,仅有3．7%的农户通过金融机构以及民间借贷获得相应款项,这反映了农村金融体系尚不完善,农户难以通过此渠道筹集资金。最后,从控制变量与因变量农地流转的关系上看,农地转出样本中户主年龄、受教育水平(小学及以下、高中及以上)、健康状况变量的均值高于没有发生农地流转的样本,表明这些变量可能与农地转出正相关,而户主性别、是否有配偶、初中学历、承包地面积平方项、家庭人口数量、人口抚养比、是否参加新农合、农业收入占家庭总收入比例、是否可获得贷款以及外出务工人员农忙回乡帮忙变量则呈现相反的特征,因此,其可能与农地转出负相关。根据同样的方法可以讨论这些控制变量与农地转入的关系,为了节省篇幅,本文不再一一展开。当然,这些控制变量和农地流转的关系也需要更加严谨的实证检验。
农业补贴对农地流转的影响包含两个方面:其一是对农户农地流转决策的影响,而农地流转决策又分为农地流入决策与农地流出决策;其二是对农户农地流转数量的影响,与农地流转决策相类似,农地流转数量也分为农地转出数量与农地转入数量,基于以上分类,我们将分别对其进行考察。
对于农户来说,由于流转决策只包含两种状态,即流转或者不流转,因此,农地转出决策问题属于离散响应模型或二元响应模型。对于此类问题,通常可以通过建立二元响应模型来考察自变量对因变量取值的概率的影响。假设DTrans ij表示第i个村的第j个农户的农地流转决策(当考察农地转入时,表示农地流入决策,而当考察农地转出时,则表示农地转出决策),该变量是“二分变量”(即发生转出行为为“1”,不发生则为“0”),那么农业补贴对农地转出决策的影响可以通过估计模型(1)的系数得到,模型(1)设定为:
模型(1)中agrisubsidies ij表示第i村第j农户是否收到农业补贴(是＝1,否＝0);X ij、H ij则分别为第i村第j农户的户主特征变量、家庭特征变量;αδ为各变量待估系数、εij为误差项。
在流转数量上,其模型形式如下:
其中,QTrans ij表示第i个村的第j个农户的农地流转面积(当考察农地转入时,代表农地转入面积,而当考察农地转出时,则代表农地转出面积);其他的变量的含义与方程(1)中的保持一致。需要说明的是,农户不进行农地流转,可以将其看成农地流转数量为0,因此,为了更为全面地研究农业补贴对农地流转数量的影响,本文将其一并纳入考察范围;同时,考虑到被解释变量中存在大量的0值,从而因变量的概率分布变成了一个离散点与连续分布所组成的混合分布(Mixed Distribution),运用普通最小二乘法(OLS)方法将难以得到一致的估计,而运用规范审查回归模型(Tobit Model)进行估计则能很好地解决该问题[23],基于此,本文运用Tobit的估计方法对农地流转数量模型进行估计,并在估计中将0作为左归并(Lower Limit)点,另外,参考格林和程令国等学者的做法[24－25],用概率单位模型(Probit Model)对农地流转决策模型进行估计。由于Probit模型和Tobit模型的估计系数不代表自变量对因变量的边际效应,因此,需要对其进行转换,具体结果见表3。
如表3所示,农业补贴对农地转出决策以及农地转出数量具有显著的负向影响。具体而言,农业补贴使得农户的平均农地转出概率降低4．8个百分点,并且在1%的统计水平上显著;同时,农业补贴使得农户的平均农地转出数量减少0．258亩,并且同样在1%的统计水平上显著。与对农地转出的影响相反,农业补贴对农地转入具有显著的正向影响,它使农户的平均农地转入概率和农地转入数量分别提高4．5个百分点和0．993亩,并且回归结果都在1%的水平上显著。由此可知,农业补贴不利于农地转出,但促进了农地转入。需要说明的是,2012年前后,我国的农业补贴普遍地以农户的承包地面积为标准进行发放,由于拥有承包地的农户既有可能是转出户,也有可能是转入户,因此,农业补贴的发放实际上既补贴了转出方,也补贴了转入方,而实证结果也表明,在这样的情况下,农业补贴既降低了农地转出,也促进了农地转入,这样,我们的理论分析中的第三种情形(补贴对象同时为转入方和转出方)得到了检验。当然,这仅仅是总体样本所反映出来的事实,具体到某一地区,可能存在只补贴转出方而不补贴转入方,或者只补贴转入方而不补贴转出方的情况,由于前面已经证实了补贴转出方和转入方能够分别降低农地转出和提高农地转入,因此,这两种情形也相应得到了印证。
表3 是否拥有农业补贴对农地流转的影响
从户主特征对农地流转的影响情况上看,一方面,户主年龄与农地转入(包含农地转入意愿与转入数量)呈负向相关,这可能是因为户主年龄越大,其从事农业劳动的能力也就越弱,从而其所能耕种的农地数量也就越少,进而转入农地的数量越低;另一方面,户主性别特征与农地转出呈负相关,而与农地转入呈正相关,其原因可能为,农业劳动属于重体力劳动,男性相对于女性来说在体力上具有优势,户主为男性的家庭,其从事农业劳动的能力也就越强,从而不利于农地转出,反而有利于农地转入。
从家庭特征对农地流转的影响情况上看,第一,家庭承包地面积及其平方项与农地转出分别呈正向相关与反向相关,这说明承包地面积与农地转出面积之间存在倒“U”型的关系。其原因可能为:对于农地转出户而言,在农地承包地面积还不够大,从而使得其务农的总收入难以弥补其从事非农就业的机会成本时,其理性选择为从事非农就业,因此,在这一阶段,农地承包地面积越大,其转出的面积也就越大;而当农地承包地足够大时,由于农户从事农业的总收入能够弥补其外出务工的收入,因此,农户有可能改变就业行为,即增加对农业的劳动投入,从而其农地转出数量随着农地承包地的面积增加而下降,甚至有可能转入农地。另外,家庭承包地面积与农地转入数量呈正相关,但是该变量的平方项对农地转入的影响却不显著,因此,承包地面积与农地转入数量之间的倒“U”型关系仍不明显。这说明,目前我国农户转入的规模远远没有达到最优值,因此在数据上仍然表现为农地转入面积随着承包地面积增加而扩大。
第二,家庭人口数量越多,从事农业劳动的劳动力数量可能越多,所能耕种的土地数量也越大。此外,农业生产规模的扩大可以产生规模经济效应,因此,在从事农业的劳动力数量增加的情况下,扩大种植面积,能够降低农业生产的平均成本,从而提高农民收入。这些因素使得家庭人口数量与农地转出、转入分别呈现反向相关和正向相关的关系。
第三,人口抚养比越大,说明劳动力的家庭负担也就越重,其应该转入更多的农地扩大经营规模来增加家庭收入以应付家庭开支,因此家庭人口抚养比应该与农地转入数量呈正相关的关系。但是,本文的实证结果却与之相反,之所以如此,可能与当前的农业比较效益低下有关,在这样的情况下,农户的理性选择是从事非农就业,只有在自身人力资本难以适应非农就业时,才会选择农业就业,这也很好地解释了当前农业从业人员“老龄化”现象。
第四,农业收入占家庭收入的比例越高,家庭需要耕种的土地面积可能就越大,从而农地转出规模越小,农地转入规模越大。因此,农业收入占家庭总收入的比例与农地转出、转入分别呈正相关与负相关关系。
最后,外出务工人员农忙时回乡帮忙有利于缓解农忙时家庭劳动力不足,从而有利于扩大农地经营面积,因此,这一变量与农地转出与转入分别呈负向相关与正向相关。事实上,在农业生产季节性非常明显的情况下,农闲务工、农忙务农的就业形式可以使得家庭劳动力得到充分利用,从而增加收入,这也是当前这一就业形式仍然存在的主要原因之一。
以上实证分析表明,由于我国同时对转出方和转入方进行了农业补贴,农业补贴与农地转出呈负相关而与农地转入呈正相关。为了进一步检验该结论,除了考察是否拥有农业补贴对农地流转的影响之外,我们还考察了亩均农业补贴数量对农地流转的影响,具体回归结果如表4所示。
由表4可知,亩均农业补贴每增加1000元,农户的农地转出、转入概率将分别降低23．7%和提高12%,并且分别在1%和5%的统计水平上显著,而农地转出、转入数量将分别减少1．01亩和增加2．34亩,并且在5%的统计水平上显著。由此可知,与是否拥有农业补贴对农地流转的影响类似,农业补贴数量也与农地转出呈反相关,而与农业补贴呈正相关,从而前述研究结论得到进一步的验证。在表4中,控制变量对农地流转的影响与表3的基本一致,在此不再赘述。
表4 农业补贴数量对农地流转的影响
本文从理论上探讨了农业补贴对农地流转的影响,并运用2013年“千村调查”的数据对其进行实证检验。结果表明:拥有农业补贴的农户的农地转出概率和转出数量都显著低于没有获得农业补贴的农户,同时,其农地转入概率以及农地转入数量显著高于没有获得农业补贴的农户。此外,我们还考察了亩均农业补贴数量对农地流转的影响,结果表明,随着亩均农业补贴数量的增加,农户的农地转出概率和转出数量下降,而农地转入概率和转入数量上升。由此可知,农业补贴不利于农地转出,但能够促进农地转入。根据本文的理论分析以及农业补贴发放的实践可知,这是我国农业补贴既补贴了转出方也补贴了转入方的结果。
本文的分析表明,农业补贴对农地流转的影响与农业补贴的受益对象密切相关。如果只补贴转出方,而不补贴转入方(类似与仅对土地承包方进行补贴的情况),那么,一方面,农业补贴将难以对农地转入方形成激励,从而造成土地流转市场需求不足;另一方面,由于对转出方进行了补贴,增加了其务农的收益,其转出农地意愿以及转出数量都将有所降低,造成农地流转市场上土地供给不足。由此可知,仅针对转出方进行补贴,既不利于农地转出,也不利于农地转入,从而难以形成农地适度规模经营。在农地细碎化经营产生一系列问题(尤其是农业从业人员老龄化和农地抛荒)的背景下,这种补贴方式将不利于农业生产效率的提高,从而不利于农业增产以及保障我国的粮食安全。与针对农地转出补贴的情况相反,如果仅针对转入方进行农业补贴,那么,这种补贴方式既能够对农地转入产生激励,同时,也不会对农地转出产生阻力,因此,仅针对转入方进行农业补贴,能够有效促进农地流转。从本文的实证结果上看,我国同时对转出方和转入方进行了农业补贴,这种补贴方式相对仅对农地转入方进行补贴而言,其对农地流转的影响仍然是有限的,但是,如果仅对转入方进行补贴,有可能会进一步扩大小农经营者与规模经营者之间的收入差距(因为规模经营者转入土地数量更多,得到的补贴也就越多)。因此,从提高农地流转效率与兼顾公平的角度上来说,我国农业补贴可以在坚持“普惠”原则的同时,进一步扩大对转入方的补贴力度。
综上所述,为了促进农地流转,需要加大对转入方而不是转出方的补贴力度,在当前农业比较收益低下的情况下,这种补贴方式也有利于提高务农人员的收入水平,缩小其与非农就业人员的收入差距,从而有利于社会公平。此外,由于我国当前主要根据土地承包面积而不是土地经营面积对农户进行补贴,没有将农业补贴与农业生产相挂钩,导致一些农民即使不种地也能得到补贴,而真正从事农业生产的经营大户、农民合作社、家庭农场等新型经营主体,却很难得到除自己承包耕地之外的补贴支持。在这种情况下,农业补贴很大程度上已经脱离了农业生产,变成了农户的收入补贴,从而对农业生产经营难以产生促进作用,这与农业补贴保障粮食安全的目标是不相符的,而加大对转入方的农业补贴力度则有利于其真正服务于农业生产经营,从而提高农业补贴的有效性。事实上,我国政府已经开始对农业补贴政策进行改革,2015年颁布的《关于调整完善农业三项补贴政策的指导意见》将补贴对象确定为拥有耕地承包权的种地农民,而不是拥有耕地承包权的农民,同时,还将农业补贴向经营大户、农民合作社等新型农业经营主体倾斜[26]。这些改革措施能够提高农业补贴的有效性,但是,其是否能够真正取得预期效果,还需要根据其是否得到有效执行而定,因此,如何进行体制机制创新促进新政策的有效执行,是未来研究的重要方向之一。
猜你喜欢 承包地农地补贴 新增200亿元列入耕地地力保护补贴支出今日农业(2021年14期)2021-11-25农地细碎化对农地流转的影响中南财经政法大学学报(2021年2期)2021-03-12有户口但无承包地 无权参与收益分配今日农业(2020年16期)2020-09-25Palabras claves de China今日中国·西班牙文版(2020年6期)2020-01-02农村土地流转问题及对策研究农民致富之友(2019年15期)2019-05-24“三清一改”农民能得到哪些补贴？农家书屋(2019年1期)2019-02-19承包地有偿退出机制出台农村百事通(2018年3期)2018-03-14承包地有偿退出机制出台 看你是否符合领取补偿的条件吉林农业·下半月(2017年9期)2017-09-23小田变大田破解农地零碎化领导决策信息(2017年13期)2017-06-21“二孩补贴”难抵养娃成本领导决策信息(2017年10期)2017-05-17